Dynamiek in deprivatie Een vergelijking van elf Europese verzorgingsstaten

Dynamiek in deprivatie

Een vergelijking van elf Europese verzorgingsstaten

Maike van Damme, Didier Fouarge en Ruud Luijkx 1

Summary

Dynamics in deprivationComparing eleven European welfare states

In this article we examine changes in the deprivation of households in eleven countries. Using theEuropean Community Household Panel (1994-1996) we explain cross-national differences indeprivation mobility. Moreover, we test the influence of institutions and of the economic conditionson the effects of two lifecycle transitions – losing one’s partner or losing one’s job – on deprivationmobility. The results show that the loss of one’s partner (through divorce or death) or becoming unem-ployed more often result in downward mobility in liberal welfare regimes than in other regimes.Looking at specific country characteristics, such as the social expenditures and the economic growth,we find some striking results: the more countries spend on social security, the more likely it is that thedeprivation of households deteriorates after losing a partner or job. Furthermore, the higher the econ-omic growth, the more often the loss of a partner worsens the households’ level of deprivation.

1. Inleiding en onderzoeksvragen

Dit artikel gaat over veranderingen in de deprivatie van burgers in elf Europese landen halver-wege de jaren negentig. Centraal staat de verandering in materiële deprivatie, dat wil zeggen eengedwongen gebrek aan consumptiegoederen, goede huisvesting of andere zaken. Veel onderzoe-kers herleiden deprivatieverschillen tussen landen tot verschillen in verzorgingsstaatregime (bij-voorbeeld Muffels & Fouarge, 2004). Wij verklaren deprivatieverschillen ook uit specifiekekenmerken van landen, te weten socialezekerheids- en economische kenmerken.

Deze studie wil een bijdrage leveren aan het onderzoek naar deprivatie en deprivatiemobi-liteit. Het uitgangspunt is dat mensen een bepaalde mate van deprivatie ondervinden (zieVerma & Betti, 2002). Daarom meten we deprivatie niet als een dichotomie, maar als een con-tinuüm. Bovendien bekijken we deprivatie vanuit een dynamisch oogpunt: in hoeverre veran-dert de situatie van huishoudens door de tijd heen? We richten ons op mobiliteit van mensenongeacht de omvang van hun deprivatie.

142

We verwachten dat bepaalde gebeurtenissen in de levensloop de kans op deprivatiemobiliteitzullen vergroten. Te denken valt aan het verlies van een partner (door scheiding of overlijden)en veranderingen in de arbeidsmarktstatus (werkloos worden). Mogelijk beïnvloeden institutiesen de economie de gevolgen die baan- en partnerverlies voor deprivatie hebben. De centralevraagstelling van dit artikel luidt: in hoeverre zijn landenverschillen in deprivatiemobiliteit en ver-schillen in effecten van baan- en partnerverlies te verklaren uit institutionele en economische ken-merken van landen?

Daarbij zullen we vijf hypothesen toetsen. De hypothesen gaan uit van landenverschillen insociale en economische landkenmerken en hun verwachte effecten op deprivatiemobiliteit.Vaak wordt bij internationaal vergelijkend onderzoek een onderscheid gemaakt tussen verschil-lende verzorgingsstaatregimes, zoals onderscheiden door Esping-Andersen (1999). Omdat deregimetypen verschillende dimensies van sociaal-economisch beleid combineren, betogen wijdat het moeilijk is om met dit onderscheid de oorzaak van deprivatieverschillen tussen landen teachterhalen. Echter, door ons te concentreren op afzonderlijke kenmerken van landen kunnenwe wel beter aangeven in welke mate deze dimensies van invloed zijn op deprivatiemobiliteit.De twee landenkenmerken waar onze aandacht naartoe gaan zijn: het sociale-zekerheidssysteemen de economische situatie. Voor het beantwoorden van de centrale vraag gebruiken we longi-tudinale data uit het European Community Household Panel (ECHP) van Eurostat.2

2. Deprivatieverschillen tussen landen

Veel onderzoek gaat ervan uit dat armoede te maken heeft met een laag inkomen (Fouarge,2004; SCP, 2003). Het inkomen is echter slechts een indirecte indicator voor het consumptieni-veau en de levensomstandigheden van mensen. De eerste wetenschappelijke onderbouwingvoor een directe meting van de leefsituatie is te danken aan Townsend (1979). Hij onderscheid-de materiële deprivatie (gebrek aan zaken als voeding, kleding en huisvesting) en sociale depri-vatie (gebrek aan sociale contacten, integratie in de gemeenschap, opleiding, et cetera). Zijnmaatstaf voor deprivatie is gelijk aan de som van een aantal items die individuen ontberen. In deloop van de jaren is deze maatstaf door verschillende onderzoekers aangepast en verbeterd(Desai & Shah, 1988; Layte, Whelan, Maitre & Nolan, 2001; Mack & Lansley, 1985; Muffels,1993). In dit artikel beperken we ons tot materiële deprivatie. We onderscheiden vijf dimensies(basisvoorzieningen in huis, staat van de woning, financiële verplichtingen, algemene financië-le situatie en bezit van duurzame consumptiegoederen) die we meten aan de hand van 25 items(zie tabel 1, paragraaf 4).

Deprivatie is behalve een multi-dimensioneel ook een relatief begrip; burgers zijn gedepri-veerd wanneer hun levensstandaard lager is dan de welvaart van de rest van de bevolking van eenbepaalde samenleving in een bepaalde tijd (Atkinson, Cantillon, Marlier & Nolan, 2002; Mack& Lansley, 1985). Dit is in tegenstelling tot de absolute benadering die organisaties als deWereldbank en de Verenigde Naties veelal gebruiken: zij gaan ervan uit dat behoeften, of tenminste een deel van alle behoeften, van individuen onafhankelijk zijn van de welvaart van derest van de bevolking (CEPAL, 2001).

2006, jaargang 81, nr. 2

143

Om crossnationale verschillen in deprivatiemobiliteit te kunnen onderzoeken, is het van belangom eerst een beeld te krijgen van de gemiddelde deprivatie en de deprivatieverdeling in eenland. Volgens Muffels en Fouarge (2004) zijn er grote deprivatieverschillen tussen EU-landen.De gemiddelde deprivatiescore is het hoogst in Zuid-Europese landen, gevolgd door Ierland enhet Verenigd Koninkrijk. Inwoners van Noord-Europese landen zijn gemiddeld minder sterkgedepriveerd dan inwoners van Zuid-Europese landen. Dergelijke verschillen zijn ook gevon-den door andere onderzoekers (bijvoorbeeld SCP, 2003; Whelan, Layte & Maître. 2002). Ookde verdeling van deprivatiescores binnen een land verschilt. De deprivatieverdeling is inNederland en België het scheefst en in Spanje, Portugal en Griekenland het minst scheef. Eenlage gemiddelde deprivatiescore gaat vaak samen met een zeer scheve deprivatieverdeling. Inlanden met een hoog gemiddelde is de verdeling van deprivatiescores meestal minder scheef.

3. Theorie en hypothesen

3.1 De verzorgingsstaattypologie van Esping-Andersen

Vier verzorgingsstaatregimesInstitutionele kenmerken kunnen een verklaring vormen voor de verschillen in deprivatiemobi-liteit tussen landen. Deprivatierisico’s worden waarschijnlijk minder opgevangen in verzor-gingsstaten met een beleid gericht op vrije marktwerking en weinig interventie door de over-heid dan in verzorgingsstaten met een sterk ontwikkeld sociaal beleid.

Om crossnationale verschillen in sociaal beleid weer te geven, kunnen we de verzorgings-staattypologie van Esping-Andersen (1999) gebruiken. Hij onderscheidt drie typen verzor-gingsstaatregimes: het sociaal-democratische, het liberale en het conservatieve type (voor deomschrijving van deze typen zie Esping-Andersen, 1999). In navolging van onder anderenFerrera (1996), stelt Esping-Andersen dat er aan deze drie typen nog een vierde mediterraantype kan worden toegevoegd. Hij is het met Ferrera eens dat de sterk op familialisme gebaseerdeZuid-Europese landen moeilijk zijn in te passen in zijn typologie, maar blijft uiteindelijk tochbij zijn driedeling. Een meer spaarzame typologie heeft zijn voorkeur en hij beschouwt de medi-terrane landen als weliswaar eigenaardige, maar niet extreem afwijkende gevallen binnen hetconservatieve cluster. Wij onderscheiden toch een vierde mediterraan type, omdat we de onvol-wassen en selectieve sociale-zekerheidssystemen in Zuid-Europa zo anders van karakter vindendan de conservatieve landen.

De elf landen uit dit onderzoek vormen de volgende regimeclusters: Denemarken enNederland zijn sociaal-democratische regimetypen; Duitsland, België en Frankrijk behoren tothet conservatieve type; het Verenigd Koninkrijk en Ierland zijn liberaal; Italië, Griekenland,Portugal en Spanje vormen het mediterrane cluster.3 Hoewel er grote verschillen zijn binnendeze clusters, gebruiken we deze clusters om de grootste gemene deler tussen landen weer tegeven.

Mens & Maatschappij

144

Mobiliteitsverschillen tussen verzorgingsstatenWe verwachten dat neerwaartse deprivatiemobiliteit het minst voorkomt in sociaal-democrati-sche landen, omdat het sociaal beleid van deze landen het meest gericht is op het voorkómen vantoenemende deprivatie; deze landen verschaffen genereuze sociale-zekerheidsuitkeringen.Conservatieve landen daarentegen, hebben het subsidiariteitsbeginsel als uitgangspunt. De uit-keringen zijn gerelateerd aan vorig inkomen, het arbeidsverleden en de betaalde premies.Bovendien verleent de staat pas steun als het gezin tekortschiet. Neerwaartse deprivatiemobi-liteit zal er daarom vaker voorkomen dan in sociaal-democratische landen. In liberale verzor-gingsstaten heeft de overheid alleen een rol als de markt faalt. Slechts bepaalde groepen kunnenop de overheid terugvallen voor een inkomensgetoetste uitkering. In deze landen komt vermoe-delijk nog meer neerwaartse mobiliteit voor dan in sociaal-democratische of conservatieve lan-den. En in mediterrane verzorgingsstaten ten slotte, bemoeit de overheid zich doorgaans nogminder met het welvaartsniveau van haar burgers. Een sociaal minimum inkomen ontbreekt,waardoor de informele arbeidsmarkt en steun van de familie en vrienden vaak een belangrijkervangnet vormen dan de staat. Ruimhartige uitkeringen zijn alleen weggelegd voor bepaaldeberoepsgroepen (zoals ambtenaren). Voor anderen (als ze er al voor in aanmerking komen) zijnde uitkeringen karig (Ferrera, 1996). In deze selectieve welvaartssystemen zal neerwaartse depri-vatiemobiliteit waarschijnlijk het vaakst vóórkomen.

Als het gaat om opwaartse deprivatiemobiliteit verwachten we een omgekeerde volgorde.Gedepriveerde inwoners van sociaal-democratische verzorgingsstaten hebben door de hoge uit-keringen de grootste kans op een verbetering van hun situatie. In het kostwinnersmodel van deconservatieve landen zijn de stijgingskansen niet voor iedereen even hoog doordat de hoogtevan de uitkeringen werkgerelateerd is: werknemers hebben recht op een vervangingsinkomenbij ziekte, werkloosheid en arbeidsongeschiktheid; niet-werkenden vallen in de minder gene-reuze bijstand. In liberale verzorgingsstaten is de markt voor velen de enige weg om een beterepositie te verkrijgen, waardoor de kansen op opwaartse mobiliteit nog kleiner zijn. In landenvan het mediterrane type ten slotte, kunnen gedepriveerde burgers de minste steun van de staatverwachten. De kansen op verbetering zijn daar vermoedelijk het kleinst.

Op grond van de bovenstaande redeneringen formuleren we de volgende hypothese:

H1: In mediterrane welvaartsstaten hebben huishoudens naar verwachting een grotere kansop verslechtering en een kleinere kans op verbetering van hun deprivatiesituatie dan in – indeze volgorde – liberale, conservatieve en sociaal-democratische welvaartsstaten – ceterisparibus.

3.2 Landenverschillen in sociale zekerheid en economische situatie

Doordat de typologie is gebaseerd op verschillende onderliggende kenmerken, kan een effectvan regimetype theoretisch op vele manieren worden verklaard. Bovendien wordt zo’n effectvertroebeld door economische, demografische en culturele verschillen. De oorzaak van depriva-tieverschillen tussen regimetypen ligt dan niet in het sociale-zekerheidssysteem maar in andere


145

kenmerken van landen. Vanwege deze bezwaren ontrafelen we de samenhang tussen de verzor-gingsstaat en de levenssituatie van burgers niet alleen met behulp van de typologie van Esping-Andersen. We analyseren ook de onderliggende dimensies die in verzorgingsstaten zijn ingebed.Daarmee zijn de mogelijke oorzaken van crossnationale deprivatieverschillen waarschijnlijkbeter te achterhalen dan met de classificatie van verzorgingsstaten in ideaaltypen, die slechtsbenaderingen van de werkelijkheid zijn (DiPrete, De Graaf, Luijkx, Tåhlin & Blossfeld, 1997;Gelissen, 2001; Hicks & Kenworthy, 2003). In het institutionele kader van verzorgingsstatenachten we één sfeer van groot belang: het sociale-zekerheidssysteem. Daarnaast speelt de econo-mische cyclus een rol.

Sociale-zekerheidskenmerkenDe eerste dimensie omvat de omvang van het sociale-zekerheidssysteem. Een indicator hiervooris de hoogte van de uitgaven aan sociale zekerheid als proportie van het Bruto BinnenlandsProduct. Tot deze uitgaven behoren bijvoorbeeld pensioenen, uitkeringen voor werkloosheiden arbeidsongeschiktheid en kinderbijslag (OECD, 2001a). In landen waar deze uitgavenhoger zijn, komt de overheid haar burgers doorgaans meer tegemoet in hun inkomsten en voor-zieningen, waardoor burgers minder kans op neerwaartse deprivatiemobiliteit hebben.Bovendien kunnen huishoudens met inkomensverlies er ook sneller hun situatie verbeteren,doordat ze een minder grote inkomensterugval hebben.

In veel studies is niettemin gewezen op het onbedoelde negatieve effect van de sociale zeker-heid (o.a. Duncan e.a., 1995). Vooral mensen in de bijstand zouden minder geprikkeld wordenom aan het werk te gaan, wat een verbetering van hun situatie in de weg staat. Vaak wordt hetinkomen uit werk ingehouden op de uitkering en vallen inkomensafhankelijke subsidies weg(de armoedeval). Onderzoek van het SCP (2003; 2005) naar de armoedeval in Nederland (eenvan de landen waar dit zich voordoet) heeft echter aangetoond dat de invloed van de armoede-val op het gedrag van werkzoekenden klein is. Bovendien verwachten we dat vooral individuendie langdurig een uitkering ontvangen, in deze val terechtkomen. De overige uitkeringsgerech-tigden die een uitkering gebruiken als tijdelijke overbrugging van een periode zonder inkomenuit arbeid, hebben wel een kleinere kans op verslechtering en een grotere kans op verbetering inlanden waar een ruimhartig sociale-zekerheidssysteem een inkomensverlies van gezinnen zoveelmogelijk beperkt. Hypothese 2 (H2) luidt daarom:

H2: Hoe omvangrijker en genereuzer het sociale-zekerheidssysteem in een land is, des te klei-ner zijn de kansen van huishoudens op een verslechtering van hun deprivatiesituatie en des tegroter zijn hun kansen op verbetering – ceteris paribus.

Economische kenmerkenWe verwachten dat individuen meer kansen op een verbetering van hun deprivatiesituatie heb-ben in een economisch gunstig klimaat: een economie met goede werkgelegenheid en een hogeeconomische groei. Ook de neerwaartse mobiliteitskansen zijn in een dergelijk klimaat waar-schijnlijk kleiner dan in een economische neergang. De economische groei van landen meten

Mens & Maatschappij

146

we door de groei in het Bruto Binnenlands Product (BBP) per hoofd van de bevolking (OECD,2001b). De arbeidsmarktsituatie wordt weergegeven door het werkloosheidscijfer (OECD,2002).

H3: Hoe gunstiger de economische situatie van een land, des te kleiner zal de kans zijn dat dedeprivatie van huishoudens toeneemt en des te groter is de kans op een afname van deprivatie– ceteris paribus.

3.3 Transities, risicogroepen en verschillen tussen landen

De invloed van levenslooptransitiesIn de levensloop van individuen kan een aantal (soms abrupte) gebeurtenissen zich voordoendie kunnen leiden tot veranderingen in de mate van deprivatie. Voorbeelden zijn de transitievan getrouwd naar gescheiden of verweduwd zijn en van werkend naar werkloos (Duncan e.a.,1995; Leisering & Leibfried, 1999). Leisering en Leibfried (1999) verwijzen naar de samen-hang tussen armoede en bepaalde levenslooptransities met de term ‘biographisation of poverty’.Ze merken daarbij op dat armoede niet alleen een verschijnsel is dat de lagere sociaal-economi-sche klasse treft, maar ook in de middenklasse voorkomt.

Wij concentreren ons op de invloed van twee transities: het ‘verliezen’ (door scheiding ofoverlijden) of ‘winnen’ (door trouwen) van een partner en het verliezen of winnen van een baan.We verwachten dat deze veranderingen de deprivatie-mobiliteitskansen van het gehele gezinbeïnvloeden. Zo leidt scheiding vaak direct tot neerwaartse deprivatiemobiliteit; het huis en degemeenschappelijke goederen moeten immers worden verdeeld. Maar er is ook een indirecteffect via inkomen; de afwezigheid van een (werkende) partner vermindert vaak het huishoud-inkomen (Duncan e. a., 1995; Paugam, 1995). Het inkomensverlies leidt tot verlies van koop-kracht, wat vervolgens een negatief effect heeft op het bezit van consumptiegoederen en beta-lingsachterstanden. De deprivatie neemt dan toe. Daarnaast gaat werkloos worden vaakgepaard met inkomensverlies, waardoor we mogen verwachten dat de deprivatiesituatie vanwerklozen kwetsbaarder wordt.

De interactie tussen institutionele kenmerken en transitiesDe mate waarin bovengenoemde levenslooptransities daadwerkelijk tot deprivatieveranderin-gen leiden, is afhankelijk van het institutionele kader van verzorgingsstaten. Het sociaal beleidvan het ene land richt zich meer op het bestrijden en voorkomen van deprivatie dan dat van hetandere land. In een aantal landen compenseert de overheid het inkomensverlies van gezinnenals gevolg van werkloosheid of het overlijden van de partner. Ook zijn er in sommige landen uit-keringen voor alleenstaande ouders. Doordat het inkomensverlies van gezinnen in landen metdergelijke sociale-zekerheidsvoorzieningen beperkt blijft, verwachten we dat neerwaartse depri-vatiemobiliteit er minder zal voorkomen dan in landen waar de interventie van de overheidminder ruimhartig is en waar de markt of het gezin als het belangrijkste vangnet fungeren.

Het vangnet van de sociale-zekerheid is het uitgebreidst in sociaal-democratische landen.


147

Vermoedelijk leiden baan- en partnerverlies in deze landen minder snel tot een toename vandeprivatie. In conservatieve regimes daarentegen wordt inkomensverlies door werkloosheid ofscheiding zoveel mogelijk door het gezin of de werkgever/beroepsgroep opgevangen. Baan- enpartnerverlies zullen in deze landen vaker gepaard gaan met een neerwaartse mobiliteit. In libe-rale verzorgingsstaten kunnen alleen de lage inkomens een beroep doen op de staat. Om deprikkel tot werken te behouden, zijn de uitkeringen laag. Het verliezen van een partner of eenbaan leiden in deze landen vermoedelijk nog eerder tot neerwaartse mobiliteit dan in sociaal-democratische of conservatieve landen. Ten slotte intervenieert de staat het minst in mediterra-ne verzorgingsstaten. Slechts bepaalde beroepsgroepen hebben recht op (hoge) uitkeringen.Gezondheidszorg is op papier een burgerrecht, maar alleen in Italië heeft daadwerkelijk ieder-een toegang tot (goede) zorg (Ferrera, 1996). In deze selectieve welvaartssystemen gaan baan-en partnerverlies waarschijnlijk vaak gepaard met toenemende deprivatie. Samenvattend ver-wachten we dat het sociaal beleid van sociaal-democratische verzorgingsstaten meer gericht isop het voorkómen van een inkomensterugval en deprivatie na baan- of partnerverlies dan hetbeleid van – in deze volgorde – conservatieve, liberale en mediterrane regimes.

H4: Mediterrane verzorgingsstaten kunnen het negatieve effect van gebeurtenissen als werk-loos worden, scheiding en het overlijden van de partner op deprivatieveranderingen mindergoed voorkomen dan – in deze volgorde – liberale, conservatieve en sociaal-democratischeverzorgingsstaten – ceteris paribus.

Om het effect van instituties specifieker te kunnen meten, toetsen we ook de samenhang tussende sociale-zekerheidsuitgaven en het mobiliteitsrisico door baan- en partnerverlies. We baserenonze verwachting op dezelfde redenering als hierboven: naarmate landen meer uitgeven aansociale zekerheid streven ze meer naar het voorkómen en bestrijden van deprivatie; daardoorzullen de kansen op neerwaartse deprivatiemobiliteit na baan- of partnerverlies er kleiner zijn.

Daarnaast toetsen we de invloed van de economische situatie van landen, waarvan de eco-nomische groei de belangrijkste indicator is. We verwachten dat huishoudens met dezelfde ken-merken tijdens een periode met economische neergang in hun land een grotere kans hebben opneerwaartse mobiliteit dan tijdens een periode met economische groei. Vermoedelijk hebbenbaan- en partnerverlies dan ook grotere negatieve gevolgen naarmate de economische situatie inlanden slechter is.

Kortom, we verwachten dat de institutionele en economische kenmerken de uitwerking vanmicrokenmerken op deprivatiemobiliteit als volgt beïnvloeden:

H5a: In landen met hoge uitgaven aan sociale zekerheid zijn de effecten van een partner ver-liezen – door scheiding of overlijden – en werkloos worden op deprivatieveranderingen klei-ner dan in landen met lage sociale-zekerheidsuitgaven – ceteris paribus.

H5b: In landen met een hoge economische groei zijn de effecten van een partner verliezen –door scheiding of overlijden – en werkloos worden op deprivatiemobiliteit kleiner dan in lan-den met een lagere economische groei – ceteris paribus.

Mens & Maatschappij

148

4. Data en operationalisering

4.1 Het European Community Household Panel

We toetsen onze hypothesen met gegevens uit het European Community Household Panel(ECHP). Het ECHP bevat data van individuen en huishoudens uit vijftien Europese landen(de ‘eerste’ EU-lidstaten). Op het moment van analyseren waren de golven 1994-1998 beschik-baar. Landen die niet vanaf 1994 deel uitmaken van het ECHP (Oostenrijk, Finland enZweden), zijn niet in de analyse betrokken. Vanwege de kleine omvang van de steekproef latenwij Luxemburg ook buiten beschouwing. Voor Duitsland en het Verenigd Koninkrijk warenslechts de eerste drie golven (1994-1996) beschikbaar. De in het ECHP opgenomen nationalepanels van deze landen – GSOEP en BHPS – beslaan weliswaar vijf jaren, maar bevatten onvol-doende gegevens over deprivatie. Omdat de vergelijking tussen landen en regimetypen centraalstaat in dit artikel, beperken wij ons tot de periode die voor alle landen is waargenomen: 1994-1996.4 We vergelijken elf landen: Denemarken (DK), Nederland (NL), Duitsland (DE), België(BE), Frankrijk (FR), het Verenigd Koninkrijk (UK), Ierland (IE), Italië (IT), Griekenland(GR), Spanje (ES) en Portugal (PT). Elk regimetype wordt door tenminste twee landen ver-tegenwoordigd.

Wij beperken de analyses tot de potentiële beroepsbevolking: personen van 16 tot 65 jaar.De eenheid van analyse is het hoofd van het huishouden.5 Voor de analyses is gebruikgemaaktvan een gepoold databestand met een observatie per huishoudhoofd per jaar. In de beschrijven-de analyse zijn de data gewogen naar burgerlijke staat, leeftijd en geslacht. Daarnaast is gecorri-geerd voor selectieve uitval naar genoemde kenmerken (Eurostat, 2003).

4.2 Het meten van deprivatie en mobiliteit

De deprivatie-indexIn §2.1 zijn verschillende dimensies van deprivatie onderscheiden: basisvoorzieningen in huis,staat van de woning, financiële verplichtingen, algemene financiële situatie en bezit van duurza-me consumptiegoederen. De items die daaraan ten grondslag liggen, zijn weergegeven in tabel1. In de selectie van items voor onze deprivatie-index hebben we een aantal keuzes gemaakt. Teneerste laten we inkomen buiten beschouwing, omdat het een indirecte meting van de levenssi-tuatie is. Ons doel is om de materiële deprivatie zo direct mogelijk te meten. Bij het bezit vanduurzame consumptiegoederen kunnen we overigens wel vaststellen dat het om een gedwongengebrek gaat; in het ECHP is gevraagd of gedepriveerde gezinnen zaken ontberen om financiëleredenen. Verder meten we niet wat mensen zélf van hun situatie vinden. Subjectieve metingenzijn namelijk minder goed vergelijkbaar tussen landen (Atkinson e.a., 2002; CEPAL, 2001).

Het relatieve aspect van deprivatie komt in onze index tot uiting door de items te wegen. Degedachte hierachter is dat het niet hebben van een goed of doen van een bepaalde activiteit (hetgaat om 25 zogenaamde ‘items’) een sterkere mate van deprivatie geeft naarmate er meer men-sen in de samenleving zijn die het wel hebben of doen. De mate waarin het bezit van een goed of


149

het doen van een bepaalde activiteit in de samenleving voorkomt, bepaalt het gewicht van datitem in de index. Door alle gewogen items in één index bij elkaar op te tellen, wegen in elk landde belangrijkste items – onafhankelijk van de dimensie waartoe ze behoren – het zwaarst mee.We tellen alle items, per land, bij elkaar op met de volgende formule (Muffels & Fouarge, 2004:305):

De deprivatiescore voor elk huishoudhoofd in de steekproef is gelijk aan de som van de items j,gewogen met de steekproefproportie van bezitters van het item (�). De score wordt genormali-seerd tot één door Di voor elk huishoudhoofd te delen door de som van de gewichten van alleitems j voor hoofd i. Daarbij geldt dat J gelijk is aan 25, N is de totale steekproef van een land enDi ∈ [0, 1]. De score is nul wanneer een huishouden van geen enkel item gedepriveerd is, en éénwanneer een huishouden alle items ontbeert terwijl alle andere huishoudens in dat land zebezitten.

Deprivatie als continuümVeel deprivatieonderzoekers stellen een grens vast, waarbij ze individuen of huishoudens diezich onder die grens bevinden als gedepriveerd beschouwen. Maar het trekken van een derge-lijke grens heeft een aantal nadelen. Allereerst kunnen meetfouten of zeer kleine toevallige ver-anderingen ervoor zorgen dat mensen van de ene kant van de grens naar de andere kant gaan(Bane & Ellwood, 1986). Bovendien is een deprivatiegrens – meestal een percentage van demediaan of een kwintiel van de deprivatieverdeling – zeer gevoelig voor de spreiding van de

Mens & Maatschappij

150

Tabel 1: De meting van materiële deprivatie in vijf dimensies

Basisvoorzieningen Staat van de Financiële Algemene Duurzamein huis woning verplichtingen financiële consumptiegoederen

situatie

– separaat bad of – te weinig ruimte – last om schulden – huis warm kunnen – autodouche ruimte – huis is te donker af te betalen houden – kleuren tv

– toilet in huis – te weinig – huur/hypotheek – vakantie kunnen – videorecorder– warm stromend verwarmings- niet kunnen betalen betalen – magnetron

water mogelijkheden – rekeningen niet – versleten meubels – vaatwasser– dak is lek kunnen betalen kunnen vervangen – telefoon– vochtige muren, – andere betalingen – nieuwe kleren

vloeren niet kunnen kunnen kopen– rottende kozijn/ voldoen – om de dag vlees

vloeren kunnen eten– mensen te eten

kunnen uitnodigen

deprivatiescores op de index; de verdeling van mensen boven en onder de mediaan is in elk landanders, waardoor een deprivatiemaat op basis van een grens niet tussen de landen te vergelijkenis (zie figuur 1). We meten deprivatie dan ook als een continuüm. Een continue maat is overi-gens preciezer dan een dichotome maat. De steekproeffout van een verdeling is kleiner dan dievan een dichotomie met waarden geconcentreerd aan de buitenste twee punten van de werke-lijke verdeling (Verma & Betti, 2002). Bovendien benadert het gebruik van een continue maatde werkelijke levensomstandigheden van individuen beter.

DeprivatieveranderingenDe kern van dit onderzoek is het verklaren van de kans om van deprivatiescore te veranderen.We spreken van deprivatiemobiliteit wanneer de deprivatiescore Di op de index van het ene ophet andere jaar met minstens 0,10 toe- of afneemt (we sluiten dus kleine veranderingen op dedeprivatie-index uit en concentreren ons op substantiële veranderingen in de deprivatiescore).Een afname geeft een verbetering van de deprivatiesituatie weer, een toename een verslechtering.Zo ontstaat een variabele met drie categorieën: opwaartse deprivatiemobiliteit, stabiliteit enneerwaartse deprivatiemobiliteit.

4.3 Onafhankelijke variabelen op het niveau van huishoudens

In dit artikel ligt de nadruk vooral op de invloed van instituties op deprivatiemobiliteit en min-der op het verklaren van transities op microniveau. Om te kunnen corrigeren voor compositie-effecten – crossnationale verschillen in de samenstelling van de bevolking – nemen we echter


151

60

50

40

30

20

10

00,1 0,20 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1

PT GT NL DKdeprivatiescore

perc

enta

ge

Figuur 1: Deprivatieverdelingen van Denemarken, Nederland, Griekenland en Portugal, 1994

wel een aantal microkenmerken op in de analyses. We houden rekening met demografische,sociaal-economische en financieel-economische microkenmerken. Deze zijn gemeten in hetjaar voorafgaand aan de verandering in de deprivatiescore.

Demografische kenmerkenAls demografische kenmerken nemen we geslacht, leeftijd, burgerlijke staat, het aantal kinderenin een huishouden en de gezinssamenstelling op. Deze demografische kenmerken vormen eenbelangrijke verklaring van deprivatie en deprivatiemobiliteit op microniveau. Deprivatie komtbijvoorbeeld vaker voor bij grote gezinnen en éénoudergezinnen (Duncan e.a., 1995; Paugam,1995). In landen waar meer grote gezinnen en éénoudergezinnen wonen, zal verslechtering vande deprivatiesituatie dan ook meer vóórkomen dan in landen met maar weinig van deze gezin-nen. Door het aantal kinderen en het huishoudtype in onze analyses op te nemen, voorkómenwe dat compositieverschillen tussen landen onze resultaten vertroebelen.

Bij de gezinssamenstelling onderscheiden we alleenstaanden zonder kinderen, paren zonderkinderen, paren met kinderen, éénoudergezinnen en andere huishoudtypen.

Sociaal-economische kenmerkenOnder sociaal-economische kenmerken vallen het opleidingsniveau, de arbeidsmarktstatus, hetaantal werkenden en het totale aantal werkuren van alle leden van een huishouden. Uit verschil-lende onderzoeken is gebleken dat deze kenmerken deprivatie beïnvloeden (o.a. Fouarge, 2004;Whelan e.a., 2002). We verwachten daarom dat ze ook een effect hebben op de deprivatiemobi-liteit. Lager opgeleiden en werklozen hebben vermoedelijk een grotere kans op neerwaartsemobiliteit. Hetzelfde geldt voor het aantal werkenden en het totale aantal werkuren in eengezin: hoe minder werkenden en werkuren, des te groter de kans op een toename van depriva-tie. De samenhang tussen deze sociaal-economische kenmerken en deprivatiemobiliteit zorgtervoor dat we in onze analyses voor deze kenmerken moeten controleren.

Het opleidingsniveau is in drie categorieën ingedeeld: hoger beroepsonderwijs of univer-siteit, tweede fase middelbaar onderwijs, en minder dan tweede fase middelbaar onderwijs.Degenen die nog op school zitten, zijn bij het laagste niveau ingedeeld. Wat de arbeidsmarktsta-tus betreft onderscheiden we betaald voltijd werkend, betaald deeltijd werkend, werkloos, enniet participerend.

Financieel-economische kenmerkenHet gemiddelde huishoudinkomen en de sociale-zekerheidsstatus van het gezin zijn financieel-economische determinanten van mobiliteit (Fouarge, 2004). Gezinnen die meer inkomen tebesteden hebben, zien hun deprivatiesituatie minder snel verslechteren. Bovendien hebbenhuishoudens die voornamelijk met inkomen uit de sociale zekerheid leven, het doorgaans min-der breed dan huishoudens die andere inkomensbronnen kunnen aanspreken.

Het huishoudinkomen corrigeren we met equivalentiefactoren om het vergelijkbaar temaken voor huishoudens van verschillende grootte en samenstelling. We gebruiken daarvoorde gemodificeerde OECD-equivalentiefactor: het eerste gezinslid krijgt een gewicht van 1, elk

Mens & Maatschappij

152

ander volwassen gezinslid 0,5 en elke kind 0,3. In de analyses nemen we de logaritme van hetnetto equivalente huishoudinkomen gewogen naar koopkrachtpariteiten op. De sociale-zeker-heidsstatus is de proportie van het netto equivalente huishoudinkomen dat uit sociale zekerheidafkomstig is – op een schaal van nul tot één.

Gezondheid en sociaal kapitaalWe houden ook rekening met de gezondheid en sociale contacten van het gezinshoofd.6

Verschillende studies hebben de samenhang tussen sociaal kapitaal en gezondheid enerzijds enarmoede of deprivatie anderzijds aangetoond (bijvoorbeeld SCP, 2003; Tsakloglou &Papadopoulos, 2002). We verwachten dat een gebrek aan sociale contacten en een goedegezondheid ook invloed heeft op de deprivatiemobiliteit. Hoe minder sociaal kapitaal eengezinshoofd heeft, des te minder het kan rekenen op (materiële) steun van anderen en des tegroter is de kans op neerwaartse mobiliteit. En ook een slechte gezondheid van het hoofd zal lei-den tot een grotere kans op neerwaartse deprivatiemobiliteit van een gezin. Het gezin moet inzo’n geval immers meer geld besteden aan gezondheid en houdt zo minder over voor anderegoederen en zaken.

Transities In dit artikel zijn we vooral geïnteresseerd in twee transities, een demografische en een econo-mische: 1) het winnen of verliezen van een partner; 2) het vinden of verliezen van een baan (zieparagraaf 3.3). Maar we moeten ook rekening houden met andere veranderingen in het gezindie met deze transities gepaard gaan: veranderingen in 1) het aantal kinderen en 2) het aantalwerkenden. Huishoudens waarvan het aantal kinderen toeneemt, zullen een grotere kans opeen stijging van deprivatie hebben dan andere huishoudens. En huishoudens waarvan meerleden gaan werken, hebben een kleinere kans op neerwaartse deprivatiemobiliteit.

5. Mobiliteitsverschillen tussen landen

Eerder in dit artikel hebben we twee hypothesen geformuleerd over crossnationale verschillenin mobiliteit. Maar zijn er wel mobiliteitsverschillen tussen landen? Uit tabel 2 blijkt dat erinderdaad crossnationale mobiliteitsverschillen zijn. Opvallend is dat de kans op neerwaartsemobiliteit in het Verenigd Koninkrijk betrekkelijk klein is. We verwachtten dat de neerwaartsekans in dat land groter zou zijn dan in conservatieve landen, zoals Duitsland, België enFrankrijk. Een verklaring voor deze kleine mobiliteitskans kan liggen in de gunstige economi-sche groei en arbeidsmarktsituatie waarin het Verenigd Koninkrijk in die periode verkeerde. Dekansen op verbetering zijn – in tegenstelling tot de verwachting – het grootst in mediterrane enliberale landen. In sociaal-democratische landen is doorgaans minder mobiliteit dan in respec-tievelijk conservatieve, liberale en mediterrane landen.


153

Een verklaring voor dit onverwachte resultaat is dat mobiliteit samenhangt met de deprivaties-core. Deze score ligt in sociaal-democratische landen gemiddeld lager dan in andere landen. Erzijn veel huishoudens die niet gedepriveerd zijn (zie figuur 1). De positie van niet-gedepriveer-den kan – wat de deprivatie-index betreft – niet verbeteren. Er is sprake van een zogenaamd‘plafondeffect’. Dat wil overigens niet zeggen dat hun werkelijke leefsituatie niet meer kan ver-beteren. De score van deze huishoudens op de deprivatie-index kan alleen niet verder dalen dannul. Andersom geldt ook dat huishoudens met een hoge deprivatiescore (de sterk gedepriveer-den) minder kans hebben op een verslechtering, ook wel een ‘bodemeffect’ genoemd.Neerwaartse mobiliteit – een verslechtering van de deprivatiesituatie – zou dus meer moetenvoorkomen in sociaal-democratische en conservatieve landen. Dankzij het vangnet van de soci-ale zekerheid is dat echter niet het geval. Overigens is de deprivatiesituatie van de meeste huis-houdens stabiel.

6. De multivariate analyses

6.1 Analyseopzet

De kans op verslechtering of verbetering van de deprivatiesituatie ten opzichte van stabiliteitvoorspellen we met behulp van een multinomiale logistische regressie. Door gebruik te makenvan multiniveau-analyse modelleren we het effect van macrokenmerken (sociale-zekerheiduit-gaven en economische groei) op het niveau van landen en het effect van microkenmerken ophet niveau van individuele respondenten. De hoofden van huishoudens vormen het eersteniveau en de landen het tweede niveau. We gebruiken fixed effects-modellen.

Met de analyses gaan we na of mobiliteitsverschillen tussen landen te herleiden zijn tot ver-

Mens & Maatschappij

154

Tabel 2: Gemiddelde mobiliteit en stabiliteit per jaar, 11 landen (percentages)

Land verslechtering van stabiele situatie verbetering van Nsituatie situatie (gemiddeld per jaar)

DK 3,5 88,8 7,7 1477NL 4,0 91,5 4,5 2510DE 6,4 84,9 8,7 3060BE 7,0 83,8 9,2 1405FR 5,9 85,4 8,7 2656UK 5,6 85,8 8,7 1806IE 6,8 81,7 11,5 1327IT 7,6 82,5 9,9 3242GR 13,6 68,0 18,4 2529ES 9,3 78,0 12,7 2958PT 7,8 79,4 12,8 2360

BRON: ECHP, 1994-1996 (gepoolde data, N=50654).

schillen in verzorgingsstaatregimes en/of tot verschillen in een aantal concrete sociale en econo-mische landkenmerken. Daartoe toetsen we drie modellen, die we aanduiden met Romeinsecijfers. Eerst richten we ons op de verschillen tussen landen (model I) door de landen als dum-my’s in de analyse op te nemen. Vervolgens schatten we een model waarin de landdummy’s wor-den vervangen door de verzorgingsstaatregimes (model II). In het derde model (III) ten slotte,nemen we sociale-zekerheids- en economische landkenmerken op in plaats van de landdummy’s.We houden rekening met de deprivatiescore om te corrigeren voor plafond- en bodemeffecten.Verder controleren we voor demografische, sociaal-economische en financieel-economischecompositie-effecten. Ons doel is na te gaan of de effecten van veranderingen in de burgerlijkestaat en arbeidsmarktstatus verschillen tussen landen. Daartoe nemen we interacties op tussenlanden, regimetypen, of landkenmerken enerzijds en veranderingen in burgerlijke staat ofarbeidsmarktstatus anderzijds.

6.2 Mobiliteitsverschillen tussen landen, regimetypen of sociale en economische kenmerken

Rekening houdend met de invloed van microkenmerken (waaronder de deprivatiescore) blijvende verschillen in deprivatiemobiliteit tussen landen bestaan (tabel 3). De kansen op neerwaart-se mobiliteit zijn het kleinst in Denemarken en Nederland en het grootst in Griekenland.Opwaartse mobiliteit doet zich vaker voor in Spanje, Duitsland, Italië en Ierland. In Portugalkomt verbetering het minst voor.

We hadden verwacht dat de kans op verslechtering in mediterrane en liberale landen groteren de kans op verbetering kleiner zou zijn dan in conservatieve en sociaal-democratische landen(H1). In de eerste twee landen intervenieert de overheid immers minder om inkomensterugvalvan burgers te voorkomen. Niettemin blijkt uit de analyse dat de verbeteringskans in sociaal-democratische landen (van burgers die geen verandering in burgerlijke staat en arbeidsmarkt-status meemaken) kleiner is dan in conservatieve en liberale landen. Een verklaring hiervoorkan zijn dat het gezin en de beroepsgroep in conservatieve landen en de markt in liberale landener beter in slagen dan de overheid om de deprivatie van huishoudens te laten afnemen. Dit moetvervolgonderzoek uitwijzen. Overigens zijn de neerwaartse mobiliteitskansen zoals verwachthet kleinst in de sociaal-democratische landen en het grootst in de mediterrane landen.

Bekijken we de verschillen tussen landen wat de sociale zekerheid en de economie betreft,dan worden onze verwachtingen grotendeels bevestigd. Hoe hoger de sociale-zekerheidsuitga-ven en de economische groei in een land, des te kleiner de kans op verslechtering (H2 en H3).Ook het effect van werkloosheid is zoals verwacht. Naarmate de werkloosheid in landen hogeris, zijn de kansen op neerwaartse mobiliteit ook groter. Daarnaast gaan hogere sociale-zeker-heidsuitgaven vaker samen met een grotere kans op opwaartse mobiliteit (H2). Het effect vaneconomische groei op opwaartse mobiliteit is niet significant en het effect van werkloosheid isomgekeerd aan onze verwachting. Landen met een hoger werkloosheidscijfer kennen een grote-re opwaartse mobiliteit.


155

6.3 De interactie tussen institutionele kenmerken en transities

Tabel 4 geeft de effecten weer die we nodig hebben om de hypothesen 4, 5a en 5b te toetsen.Voor de effecten van de overige variabelen in het model verwijzen we naar de tabel in de appen-dix. In §3.3 voorspelden we verschillen tussen landen in de effecten van het verlies van de part-ner en werkloosheid op deprivatiemobiliteit. Uit model II blijkt dat de neerwaartse mobiliteits-kansen wanneer het gezinshoofd scheidt of werkloos wordt, het grootst zijn in liberale regimes.Dit resultaat komt niet overeen met onze verwachtingen in hypothese 4. Daar verondersteldenwe immers dat het verlies van een partner en een baan juist in mediterrane verzorgingsstatenvaker gepaard zouden gaan met een toenemende deprivatie dan in liberale landen, waar diekansen weer groter zouden zijn dan in conservatieve en sociaal-democratische verzorgingssta-ten. Bovendien blijkt uit onze analyses dat het verliezen van de partner door scheiding of over-

Mens & Maatschappij

156

Tabel 3: Effecten van landdummies, regimetypen en landkenmerken op de mobiliteitskans tenopzichte van stabiliteit, coëfficiënten uit multinomiaal logit model a

Model I Model II Model IIIReferentiecategorie: stabiliteit -b +c - + - +

DK -0,918** 1,336**NL -0,893** 1,028**DE -0,194* 1,503**BE -0,047 1,422**FR -0,331** 1,235**UK -0,285** 1,148**IE -0,177# 1,485**IT -0,065 1,492**GR 0,886** 1,032**ES 0,142# 1,551**PT - -Sociaal-democratisch -1,116** -0,056Conservatief -0,436** 0,204**Liberaal -0,467** 0,133*Mediterraan - -Sociale-zekerheidsuitgaven -0,093** 0,062**Groei BBP -0,238** -0,003Werkloosheid 0,016** 0,051**Intercept -0,084 6,488** 0,032 -5,697** 2,098** -7,621**

# = p < 0,10; * = p < 0,05; ** = p< 0,01. N=50654a Model zonder interactie-effecten, gecontroleerd voor de deprivatiescore, demografische, sociaal-economische en

financieel-economische microkenmerken, gezondheid en sociaal kapitaal. b Verslechtering van de deprivatiesituatie c Verbetering van de deprivatiesituatie BRON: ECHP, 1994-1996

lijden in sociaal-democratische regimes doorgaans vaker tot neerwaartse mobiliteit leidt dan inconservatieve en mediterrane regimes.

Voor het toetsen van de hypothesen 5a en 5b maken we gebruik van de resultaten gepresen-teerd in model III. Naarmate landen meer uitgeven aan sociale zekerheid, gaat het verliezen van


157

Tabel 4: Interactie-effecten van regimetypen en landkenmerken met veranderingen in burgerlijkestaat en arbeidsmarktstatus, coëfficiënten uit multinomiaal logit model

Model II Model IIIReferentiecategorie: stabiliteit -a +b - +

Δ burgerlijke staat HH c

Verlies partner -0,228 0,154 -2,823** -0,452Samenwonen/trouwen -0,123 0,094 0,567 -0,470Geen Δ burgerlijke staat - - - -

Δ arbeidsmarktstatus HH Verlies van baan 0,462** -0,312* -0,696 -2,069**Vinden van baan 0,094 0,122 0,438 -1,089*Geen Δ arbeidsmarktstatus - - - -

Sociaal-democratisch * verlies partner 0,840# 0,030Conservatief * verlies partner 0,592* -0,542#Liberaal * verlies partner 1,185** -0,086Mediterraan * verlies partner - -Sociaal-democratisch * samenwonen/trouwen -0,000 0,574**Conservatief * samenwonen/trouwen 0,564* 0,527**Liberaal * samenwonen/trouwen 0,189 -0,016Mediterraan * samenwonen/trouwen - -Sociaal-democratisch * verliezen van baan 0,403# 0,060Conservatief * verliezen van baan 0,107 -0,302Liberaal * verliezen van baan 0,704** 0,596*Mediterraan * verliezen van baan - -Sociaal-democratisch * vinden van baan -0,209 0,402**Conservatief * vinden van baan -0,309 0,336**Liberaal * vinden van baan -0,351 -0,279Mediterraan * vinden van baan - -Sociale-zekerheidsuitgaven * verlies partner 0,100** 0,003Sociale-zekerheidsuitgaven * samenwonen/trouwen -0,013 0,029Sociale-zekerheidsuitgaven * verliezen van baan 0,045* 0,048#Sociale-zekerheidsuitgaven * vinden van baan -0,011 0,053**Groei BBP * verlies partner 0,334** 0,239#Groei BBP * samenwonen/trouwen -0,161 0,085Groei BBP * verliezen van baan 0,107 0,251*Groei BBP * vinden van baan -0,085 -0,060

# = p < 0,10; * = p < 0,05; ** = p< 0,01. N=50654a Verslechtering van de deprivatiesituatie b Verbetering van de deprivatiesituatie c Hoofd van het huishoudenBRON: ECHP, 1994-1996

een partner of van een baan vaker samen met een toename van deprivatie. Gescheiden gezins-hoofden, weduwen, weduwnaars en werklozen blijken dus kwetsbaardere groepen te zijn in lan-den die méér uitgeven aan sociale zekerheid. We verwerpen daarom hypothese 5a: In landenmet hoge uitgaven aan de sociale zekerheid zijn de effecten van een partner verliezen en werk-loos worden op deprivatiemobiliteit juist sterker dan in landen met lage sociale-zekerheidsuitga-ven. Als het om opwaartse mobiliteit gaat, vinden we een tegengesteld effect: zowel gezins-hoofden die hun baan verliezen als zij die een baan vinden, hebben een grotere verbeteringskansnaarmate landen hogere sociale zekerheidsuitgaven hebben.

De economie beïnvloedt eveneens de gevolgen van scheiding/overlijden en werkloosheid.Het verliezen van een partner heeft een sterker effect op deprivatiemobiliteit in landen met eenhoge economische groei dan in landen waar het economisch minder gaat; zowel de kansen opeen vergroting van de deprivatie als de kansen op een vermindering ervan zijn groter naarmatede economische groei in landen groter is. Ook hier waren onze verwachtingen tegengesteld. Inhypothese 5b formuleerden we dat het verliezen van een partner juist een zwakker effect opdeprivatiemobiliteit zou hebben, naarmate landen in een betere economische situatie verkeren.Een tegengesteld beeld duikt op als we het effect van werkloosheid op opwaartse mobiliteitbezien; gezinshoofden die hun partner verliezen of werkloos worden, zijn eerder opwaartsmobiel naarmate de economische groei in landen hoger is.

7. Slotbeschouwing

7.1. De bevindingen

Uit ons onderzoek blijkt dat twee transities neerwaartse deprivatiemobiliteit beïnvloeden: detransitie van werkend naar werkloos en de transitie van samenwonend/getrouwd naar alleen-staand (met of zonder kinderen). De resultaten zijn echter tegengesteld aan onze verwachtin-gen. Gescheiden gezinnen en werklozen vormen blijkbaar risicogroepen in landen die op soci-aal en economisch gebied beter presteren. De gemiddelde deprivatierisico’s in deze landenmogen dan lager zijn, de twee onderzochte risicogroepen hebben een grotere kans op neer-waartse mobiliteit. In landen met lagere sociale-zekerheidsuitgaven en een lagere groei daaren-tegen zijn meerdere groepen die risico lopen op een verslechtering van hun situatie. In anderewoorden: de kansen op neerwaartse deprivatiemobiliteit zijn gelijker verdeeld, naarmate landenminder uitgeven aan sociale zekerheid en economisch wat minder goed presteren.

De vergelijking van verzorgingsstaatregimes levert eveneens een onverwachte uitkomst op.Niet de mediterrane, maar de liberale verzorgingsstaten kunnen de neerwaartse deprivatiemo-biliteit van werkloos worden en scheiding of overlijden van de partner het slechtst opvangen.Ook sociaal-democratische regimes doen het minder goed dan we hadden verwacht als het omhet voorkómen van neerwaartse mobiliteit na het verlies van de partner gaat. Blijkbaar slagenhet gezin en de beroepsgroep in conservatieve en mediterrane landen (alsook de informele sec-tor) er beter in dan de overheid en de markt om de deprivatie van risicogroepen te laten afne-men.

Mens & Maatschappij

158

7.2 Aanbevelingen voor beleid en vervolgonderzoek: deprivatie in een dynamisch perspectief

Op basis van onze bevindingen geven we een aantal beleidsaanbevelingen. Allereerst verkleintinkomensbescherming door het sociale-zekerheidsvangnet de neerwaartse mobiliteitskansenvan de meeste inwoners. Daarnaast vermindert het stimuleren van de economische groei deneerwaartse deprivatiemobiliteit in een land. Ten slotte verdienen bepaalde groepen – éénou-dergezinnen en werklozen – in het sociaal beleid extra aandacht. Het beleid moet zich richtenop de vergroting van perspectieven van deze groepen.

De resultaten van dit artikel vragen om vervolgonderzoek. Het analyseren van crossnationa-le verschillen op basis van twee dimensies – de sociale zekerheid en de economie – blijkt zeervruchtbaar, maar behoeft nog meer diepgang. Zo kunnen crossnationale verschillen in socialezekerheid grondiger onderzocht worden door te kijken naar het niveau van de sociale-zeker-heidsvoorzieningen (uit te drukken in de vervangingsratio) en naar de invloed van specifiekbeleid voor risicogroepen, zoals uitkeringen voor éénoudergezinnen en werklozen.

Ten slotte kan dit (en vervolg)onderzoek een bijdrage leveren aan de Europese onderzoeks-en beleidsagenda op het gebied van sociale uitsluiting – een proces dat leidt tot een situatie vanduurzame achterstand op een aantal levensterreinen waaruit moeilijk te ontsnappen is(Atkinson et al., 2002; SCP, 2003; Vleminckx & Berghman, 2001). De stabiliteit en persisten-tie van deprivatiescores zijn van groot belang in het proces van sociale uitsluiting; individuenkomen pas in een dergelijk proces terecht, naarmate ze langdurig (sterk) gedepriveerd zijn.Daarbij bieden longitudinale analyses (liefst over een grotere tijdspanne) meer zicht op de dyna-miek in deprivatie. Het gebruik van een continue maat van deprivatie geeft bovendien eennieuw en wellicht beter inzicht in de daadwerkelijke levensomstandigheden van individuen ende veranderingen daarin.

Noten


159

1. De drie auteurs zijn verbonden aan het departe-ment Sociaal-Culturele Wetenschappen van deUniversiteit van Tilburg. Maike van Damme alsAIO, Didier Fouarge als post-doc en Ruud Luijkxals universitair docent. Didier Fouarge is daarnaastonderzoeker bij de Organisatie voor StrategischAbeidsmarktonderzoek. Dit artikel is gebaseerd opde doctoraalscriptie sociologie van de eerste auteur,Universiteit van Tilburg, januari 2004. Corres-pondentie kan worden gericht aan de eerste auteur:Postbus 90153, 5000 LE Tilburg, e-mail:[email protected].

2. De gegevens zijn verkregen van Eurostat. De analy-ses zijn uitgevoerd in het kader van het onderzoeks-programma ‘The Dynamics of Social Change inEurope’.

3. Voor Nederland en Italië maken we echter eenkanttekening. Nederland is eigenlijk een hybridetype, omdat het ook kenmerken van een conserva-tief regime vertoont (o.a. Gelissen, 2001; Wilde-boer Schut, e.a., 2000). Maar omdat het – naastDenemarken – van alle landen het meest sociaal-democratisch is, scharen we het in het sociaal-democratische cluster. Verder rekent Esping-Andersen Italië tot het conservatieve type. Maar ditland heeft verschillende niveaus van toegang totdoor de overheid verstrekte middelen en kent eeninformele sector (Ferrera, 1996). Vanwege dezedualistische structuur beschouwen we Italië als eenmediterraan type.

4. Om de robuustheid van de resultaten te toetsen,hebben we de analyses voorzover mogelijk ook voor

Literatuur

Atkinson, T., Cantillon, B., Marlier, E. & Nolan, B. (2002). Social indicators: The EU and soci-al inclusion. Oxford: Oxford University Press.

Bane, M. & Ellwood, D. (1986). Slipping into and out of poverty: the dynamics of spells.Journal of Human Resources, 21 (1), 1-23.

CEPAL (2001). Enfoques para la medición de la pobreza. Breve revisión de la literatura. Santiagode Chile: Naciones Unidas.

Desai, M. & Shah, A. (1988). An econometric approach to the measurement of poverty.Oxford Economic papers, 40, 505-522.

DiPrete, T., Graaf, P. de, Luijkx, R., Tåhlin, M. & Blossfeld, H. (1997). Collectivist versus indi-vidualist mobility regimes? Structural change and job mobility in four countries. AmericanJournal of Sociology, 103 (2), 318-358.

Duncan, G., Gustafsson, B., Hauser, R., Schmaus, G., Jenkins, S., Messinger, H., Muffels, R.,Nolan, B., Ray, J-C. & Voges, W. (1995). Poverty and social-assistence dynamics in theUnited States, Canada, and Europe. In K. McFate, R. Lawson & W. Wilson (red.). Poverty,inequality and the future of social policy: Western states and the new world order (pp. 67-108).New York: Russell Sage Foundation, 67-108.

Esping-Andersen, G. (1999). Social foundations of postindustrial economies. Oxford: OxfordUniversity Press.

Eurostat (2003). Construction of weights in the ECHP. Eurostat, DOC. PAN 165/2003-06.Ferrera, M. (1996). The ‘southern’ model of welfare in social Europe. Journal of European Social

Policy, 6 (1), 17-37.Fouarge, D. (2004). Poverty and subsidiarity in Europe. Minimum protection from an economic

perspective. Cheltenham: Edward Elgar. Gelissen, J. (2001). Worlds of welfare, worlds of consent? Public opinion on the welfare state.

Proefschrift KUB. Tilburg: Thela Thesis.Hicks, A. & Kenworthy, L. (2003). Varieties of welfare capitalism. Socio-economic review, 1, 27-

61.

Mens & Maatschappij

160

de periode 1994-1998 uitgevoerd. De conclusiesvan de analyses voor de vijfjarige periode wijkenniet af van die van de driejarige periode. De analy-ses kunnen worden opgevraagd bij de eerste auteur.

5. We nemen aan dat de deprivatie van alle leden ineen huishouden hetzelfde is. We maken dezeassumptie noodgedwongen, omdat individueledeprivatie niet in het ECHP is gemeten.Onderzoek van Nolan & Cantalon (1998) inIerland onderschrijft deze assumptie. Volgens dezeauteurs hebben echtgenoten veelal dezelfde levens-standaard.

6. De gezondheidstoestand wordt afgeleid aan dehand van twee vragen omtrent de gezondheid inhet algemeen, en fysieke en geestelijke gezond-heidsproblemen die dagelijkse activiteiten belem-meren. Sociale contacten worden afgeleid aan dehand van drie vragen met betrekking tot lidmaat-schap van club of organisatie, de frequentie vancontacten met buren en de frequentie van contac-ten met vrienden en familie.

Layte, R., Whelan, C., Maitre, B. & Nolan, B. (2001). Explaining levels of deprivation in theEuropean Union. Acta Sociologica, 44, 105-122.

Leisering, L. & Leibfried, S. (1999). Time and poverty in Western welfare states: United Germanyin perspective. Cambridge: Cambridge University Press.

Mack, J. & Lansley, S. (1985). Poor Britain. Londen: Allen and Unwin. Muffels, R. (1993). Welfare economic effects of social security: Essays on poverty, social security and

labour market: evidence from panel data. Tilburg: Reeks sociale zekerheidswetenschap, nr.21, Katholieke Universiteit Brabant.

Muffels, R. & Fouarge, D. (2004). The role of European welfare states in explaining resourcesdeprivation. Social Indicators Research, 68, 299-330.

Nolan, B. & Cantalon, S. (1998). Are married women more deprived than their husbands?Journal of Social Policy, 27, 151-171.

OECD (2001a). Social expenditure database: 1980/1998. Parijs: Organisation for EconomicCooperation and Development.

OECD (2001b). Economic outlook, no 70. Parijs: Organisation for Economic Cooperation andDevelopment.

OECD (2002). Quarterly labour force statistics, no. 1. Parijs: Organisation for EconomicCooperation and Development.

Paugam, S. (1995). The spiral of precariousness: a multidimensional approach to the process ofsocial disqualification in France. In G. Room (red.). Beyond the threshold: the measurementand analysis of social exclusion. Bristol: the Policy Press.

SCP (2003). Armoedemonitor 2003. Den Haag: SCP (SCP-publicatie 2003/17).SCP (2005). Armoedemonitor 2005. Den Haag: SCP (SCP-publicatie 2005/16).Townsend, P. (1979). Poverty in the United Kingdom: a survey of household resources and standards

of living. Harmondsworth: Penguin.Tsakloglou, P. & Papadopoulos, F. (2002). Poverty, material deprivation, multi-dimensional

disadvantage during four life-stages: Evidence from the ECHP. In M. Barnes, S. Middleton,J. Millar, G. Room & P. Tsakloglou (red.). Poverty and social exclusion in Europe (pp. 24-52).Cheltenham: Edward Elgar.

Verma, V. & Betti, G. (2002). Longitudinal measures of income poverty and life-style deprivation.Working paper nr. 50. University of Padova.

Vleminckx, K. & Bergman, J. (2001). Social exclusion and the welfare state: an overview ofconceptual issues and policy implications. In D. Mayes, J. Berghman & R. Salais (red.).Social exclusion and European policy (pp. 27-46). Cheltenham: Edward Elgar.

Whelan, C., Layte, R. & Maître, B. (2002). Persistent deprivation in the European Union.Schmollers Jahburch: Journal of Applied Social Science Studies, 122 (1), 31-54.

Wildeboer Schut, J., Vrooman, J. & de Beer, P. (2000). De maat van de verzorgingsstaat:Inrichting en werking van het sociaal economisch bestel in elf westerse landen. Den Haag:Sociaal en Cultureel Planbureau.


161

Appendix

Tabel A.1: Effecten van kenmerken op landen huishoudenniveau op de kans op deprivatiemobi-liteit ten opzichte van stabiliteit, coëfficiënten uit multinomiaal logit model

Model I Model II Model IIIReferentiecategorie: stabiliteit -a +b - + - +

DK -0,971** 1,188**

NL -0,864** 0,965**

DE -0,229* 1,456**

BE 0,022 1,417**

FR -0,340** 1,189**

UK -0,370** 1,137**

IE -0,169 1,446**

IT -0,050 1,483**

GR 0,931** 1,045**

ES 0,163* 1,508**

PT - -Sociaal-democratisch -1,139** -0,141#

Conservatief -0,461** 0,188**

Liberaal -0,533** 0,140*

Mediterraan - -Sociale-zekerheidsuitgaven -0,097** 0,055**

Groei BBP -0,245** -0,016Werkloosheid 0,017** 0,052**

Deprivatiescore tx -1,641** 11,493** -1,030** 10,606** -1,183** 11,165**

Burgerlijke staat HH c

Getrouwd -0,338** 0,242** -0,391** 0,265** -0,368** 0,283**

Samenwonend 0,116 0,216# 0,021 0,276* 0,088 0,202#

Gescheiden 0,159 0,031 0,117 0,118 0,176 0,090Wettelijk gescheiden 0,274** 0,021 0,255** 0,007 0,221* -0,008Weduwe/weduwnaar -0,230* 0,118 -0,249* 0,084 -0,225* 0,117Ongetrouwd - - - - - -

Δ burgerlijke staat HHVerlies partner 0,419 0,305 -0,228 0,154 -2,823** -0,452Samenwonen/trouwen 0,044 0,941* -0,123 0,094 0,567 -0,470Geen Δ burgerlijke staat - - - - - -

Arbeidsmarktstatus HHVoltijd werkend 0,058 -0,084 0,084 0,015 0,066 -0,082Deeltijd werkend -0,002 -0,272* 0,044 -0,143 0,036 -0,254*

Werkloos 0,297** -0,267** 0,304** -0,190* 0,283** -0,246**

Inactief - - - - - -Δ arbeidsmarktstatus HH

Verlies van baan 0,648* -1,049* 0,462** -0,312* -0,696 -2,069**

Vinden van baan 0,084 -0,408# 0,094 0,122 0,438 -1,089*

Geen Δ arbeidsmarktstatus - - - - - -

Mens & Maatschappij

162

Tabel A.1 (vervolg)

Model I Model II Model IIIReferentiecategorie: stabiliteit -a +b - + - +

Geslacht HHMan 0,015 0,066 0,031 0,139** 0,059 0,070Vrouw - - - - - -

Leeftijd HH -0,007** -0,006** -0,006* -0,006** -0,005* -0,005*

Type huishoudenAlleenstaand zonder kinderen -0,044 0,009 -0,093 -0,037 -0,072 -0,013Echtpaar zonder kinderen -0,131* -0,123# -0,089 -0,270** -0,133* -0,185**

Echtpaar met kinderen -0,007 0,036 -0,015 -0,039 -0,037 -0,003Alleenstaand met kinderen -0,037 -0,159 -0,096 -0,140 -0,051 -0,175Andere huishoudtypen - - - - - -

Aantal kinderen H d 0,029 -0,180** 0,038 -0,174** 0,051# -0,167**

Δ aantal kinderen HToename aantal kinderen H 0,332** -0,197* 0,329** -0,188* 0,358** -0,187*

Afname aantal kinderen H 0,032 0,053 0,027 0,077 0,026 0,046Geen Δ aantal kinderen H - - - - - -

Opleidingsniveau<tweede fase middelbaar 0,663** -0,111# 0,533** -0,151** 0,576** -0,130*

Tweede fase middelbaar 0,414** 0,047 0,350** 0,071 0,364** 0,091#

Universitair/ vergelijkbaar niveau - - - - - -Aantal werkenden H -0,161** 0,048 -0,241** -0,055 -0,232** 0,011Δ aantal werkenden H

Afname aantal werkenden H 0,426** 0,001 0,450** 0,068 0,454** 0,032Toename aantal werkenden H 0,108# 0,202** 0,132* 0,147** 0,122* 0,179**

Geen Δ aantal werkenden H - - - - - -Aantal betaalde werkuren H 0,001 0,000 0,003* -0,000 0,003* -0,000Log(inkomen) H -0,272** 0,175** -0,261** 0,239** -0,251** 0,208**

Sociale-zekerheidsstatus H 0,316** -0,099 0,282** -0,029 0,274** -0,131#

Gezondheid HHSlechte gezondheid 0,308** -0,254** 0,221** -0,311** 0,210** -0,277**

Matige gezondheid 0,159** -0,171** 0,128* -0,182** 0,112* -0,167**

Goede gezondheid - - - - - -Sociale contacten HH

Zeer weinig sociale contacten 0,691** 0,038 0,564** 0,094 0,643** 0,094Weinig sociale contacten 0,400** -0,108 0,336** -0,126# 0,360** -0,105Goede sociale contacten 0,235** -0,033 0,283** -0,058 0,283** -0,030Zeer goede sociale contacten - - - - - -

Intercept -0,045 -6,486** 0,094 -5,716** 2,216** -7,451**

# = p < 0,10; * = p < 0,05; ** = p< 0,01. N=50654a Verslechtering van de deprivatiesituatie b Verbetering van de deprivatiesituatie c Hoofd van het huishoudend HuishoudenBRON: ECHP, 1994-1996


163

Tabel A.2 (vervolg van A.1): Interactie-effecten van landen, regimetypen en landkenmerken metveranderingen in burgerlijke staat en arbeidsmarktstatus, coëfficiënten uit multinomi-aal logit model

Model I Model IIReferentiecategorie: stabiliteit -a +b Referentiecategorie: stabiliteit - +

DK* verlies partner 0,616 0,213 Sociaal-democratisch *NL* verlies partner -0,422 -0,989 verlies partner 0,840# 0,030DE* verlies partner -0,027 -0,914# Conservatief * verlies partner 0,592* -0,542#

BE* verlies partner -0,924 -0,842 Liberaal * verlies partner 1,185** -0,086FR* verlies partner 0,271 -0,240UK* verlies partner 0,704# -0,386 Sociaal-democratisch *IE* verlies partner 0,225 0,168 samenwonen/trouwen -0,000 0,574**

IT* verlies partner -0,925# -0,258 Conservatief * GR* verlies partner -1,124* -0,932# samenwonen/trouwen 0,564* 0,527**

ES* verlies partner -0,613 0,807# Liberaal *DK* samenwonen/trouwen -0,302 -0,026 samenwonen/trouwen 0,189 -0,016NL* samenwonen/trouwen -0,115 -0,407DE* samenwonen/trouwen 0,527 -0,455 Sociaal-democratisch *BE* samenwonen/trouwen 0,069 0,149 verliezen van baan 0,403# 0,060FR* samenwonen/trouwen 0,427 -0,365 Conservatief *UK* samenwonen/trouwen -0,234 -0,717 verliezen van baan 0,107 -0,302IE* samenwonen/trouwen 1,026 -1,012 Liberaal * IT* samenwonen/trouwen -0,437 -1,118* verliezen van baan 0,704** 0,596*

GR* samenwonen/trouwen -0,147 -1,176*

ES* samenwonen/trouwen -0,017 -0,453 Sociaal-democratisch *vinden van baan -0,209 0,402**

DK* verliezen van baan 0,282 1,230* Conservatief *NL* verliezen van baan 0,169 0,249 vinden van baan -0,309 0,336**

DE* verliezen van baan 0,272 0,670 Liberaal * vinden van baan -0,351 -0,279BE* verliezen van baan -0,647 -0,666FR* verliezen van baan -0,545 0,347UK* verliezen van baan 0,840* 1,360**

IE* verliezen van baan 0,191 1,325**

IT* verliezen van baan 0,361 -0,395GR* verliezen van baan -0,235 0,713ES* verliezen van baan -0,273 0,636DK* vinden van baan 0,144 0,829**

NL* vinden van baan -0,599 0,877*

DE* vinden van baan -0,227 0,886**

BE* vinden van baan -1,953# 0,062FR* vinden van baan 0,022 0,898**

UK* vinden van baan -0,112 0,182IE* vinden van baan -0,633 0,197IT* vinden van baan 0,104 0,668*

GR* vinden van baan -0,140 0,102ES* vinden van baan 0,154 0,369

Mens & Maatschappij

164

# = p < 0,10; * = p < 0,05; ** = p< 0,01. N=50654a Verslechtering van de deprivatiesituatie b Verbetering van de deprivatiesituatie c Hoofd van het huishoudend HuishoudenBRON: ECHP, 1994-1996


165

Tabel A.2 (vervolg)

Model IIIReferentiecategorie: stabiliteit - +

Sociale-zekerheidsuitgaven *verlies partner 0,100** 0,003samenwonen/trouwen -0,013 0,029

Sociale-zekerheidsuitgaven *verliezen van baan 0,045* 0,048#

vinden van baan -0,011 0,053**

Groei BBP *verlies partner 0,334** 0,239#

samenwonen/trouwen -0,161 0,085

Groei BBP * verliezen van baan 0,107 0,251*

vinden van baan -0,085 -0,060

Dynamiek in deprivatie Een vergelijking van elf Europese verzorgingsstaten

Documents